公共教育投入對農民幸福感的影響

任詠欣 等

黃超? 張璞鈺? 陳惠佳? 梁可欣

摘要：近年來，隨著社會經濟的快速發展和鄉村振興戰略的深入實施，農民幸福感逐漸受到越來越多的關注。本文基于CGSS2010-2013以及2015年的數據中農村戶籍的樣本，采用有序Logit模型考察公共教育投入對農民幸福感的影響。結果表明：公共教育投入、健康水平以及收入均對農民幸福感存在著顯著的正向影響，進一步提出加大教育投入、拓展教育渠道等針對性措施。

關鍵詞：公共教育投入；農民幸福感；教育水平；有序Logit模型

我國農業經濟逐步朝著多元化、高效化、集約化的方向發展，長期困擾著農民的溫飽問題得到了有效解決，農村地區物質需求也得到了基本的滿足。現階段，農村地區也逐漸萌生精神層面的訴求。在鄉村振興背景下，提出“發展的根本目的是增進民生福祉”，并強調“讓廣大農民享有更多幸福感和獲得感”的行動指南。但是農村地區仍然存在著幸福感整體水平不高、各區域發展不平衡性、城鄉差異過大等顯著特征；研究發現，農村地區的公共教育投入的“缺位”是限制農民幸福水平的主要因素，目前，農村地區整體呈現出教育投入少、教育資源匱乏和教育水平普遍低下等特征。因此，關注公共教育投入，是提高農民幸福感的重要舉措。本文以公共教育投入為切入點，采用CGSS2010-2013以及2015年的數據，分析農民幸福感的影響因素。

1 文獻綜述

國內學者關于幸福指數的研究主要分布在幸福指數的度量、幸福指數的區域差異以及教育與幸福指數的關系3個方面。熊彩云、孟榮釗等認為我國農村居民幸福感總體水平一般，教育資源匱乏及養老保障普及水平較低都導致了中國農民獲取幸福不易；在教育資源投入方面城鄉二元差異仍然顯著。郭慶旺在張旭昆的研究當中認為教育投入不可避免地受到外部性影響，教育投入對于西部地區的促進效應最大，東部地區次之，中部地區最小。張學志基于廣東省成人調查數據庫，針對性地研究了影響居民幸福感的因素，研究表明教育程度與廣東省中等收入群體幸福感呈顯著正相關關系。王敏、王峰經過實證研究認為政府應當加大力度解決城鄉教育資源分配公平問題，保障農民具有同等發展機會，才能從制度層面促進農民幸福感的提高。

2 數據變量和方法

2.1 數據來源

本文的數據來源于中國綜合社會調查項目（Chinese general social survey，CGSS），該調查采取隨機分層抽樣的方式，以我國大陸的各個省、自治區、直轄市為調查對象。本文選取了湖北省縣域2010-2013年及2015年的數據，并根據我國的城鄉戶籍政策，選取了農村戶籍樣本，包含孝南區、來鳳縣、江夏區、南漳縣、老河口市、宜城市共6個縣域的數據，共獲得1011份縣域樣本。

2.2 變量選取

本文的核心目的是探究不同公共教育投入水平的情況下，農民幸福感的變化；故選取農民幸福感（Happiness）為因變量，在研究對應年份CGSS的問卷中對應的問題為“總的來說，您覺得您的生活（過得）是否幸福？”選項分為“非常不幸福（＝1）、比較不幸福（＝2）、居于幸福與不幸福之間（＝3）、比較幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

公共教育投入（Puedu）為本文的核心解釋變量，但是由于其準公共物品的性質，無法分析出微觀個體相對應的分配數額。為了進一步識別公共教育投入結構，本文結合殷金朋和陳永立的研究，將教育水平作為公共教育投入的代理變量；在對應年份的CGSS問卷中對應的問題為“您的教育水平是？”選項分為五個程度，“非常不幸福（＝1）、比較不幸福（＝2）、說不上幸福不幸福/居于幸福與不幸福之間/一般（＝3）、比較幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

本文的控制變量分為個人及家庭特征和區域發展特征2類，個人及家庭特征包含性別（Gender）、年齡（Age）、婚姻狀況（Marriage）、身體健康狀況（Health）以及全年總收入（Income），這些因素均已被證實會對幸福感產生實質的影響（Frey和Stutzer，2000）；同時，地區發展水平也影響了公共教育投入以及幸福感，故納入人均GDP（RGDP）作為代表區域特征的控制變量。

2.3 模型設定

本文通過構造有序Logit模型（Order Logit Model），并借助STATA軟件對樣本數據進行了回歸分析，研究公共教育投入對農民幸福感的影響，變量設置以及描述性統計見表1，回歸如下：

其中，為被解釋變量，表示個體i在第j年的幸福感情況；為核心解釋變量，使用個人受教育水平代替，表示個體i在第j年的教育水平；表示個人和家庭特征方面的控制變量構成的向量，包括性別、年齡、婚姻狀況、身體健康狀況和全年總收入；表示地區發展特征方面的控制變量所構成的向量，包含人均GDP和城鎮化水平；同時，為了避免由遺漏不可觀測的異質性所導致的內生性問題，本文加入雙向固定效應；其中，αc表示縣域固定效應，δt表示時間固定效應，εij表示隨機擾動項。

該式的基本研究機理如下：

當估計值≤C1時，=1，代表非常不幸福；

當估計值C1<≤C2時，=2，代表比較不幸福；

當估計值C2<≤C3時，=3，代表居于幸福與不幸福之間；

當估計值C3<≤C4時，=4，代表比較幸福；

當估計值＞C5時，=5，代表非常幸福。

3 實證檢驗與分析

3.1 公共教育投入的幸福效應

表2為全樣本回歸結果，驗證了公共教育投入對農民幸福感的影響，結果證實了其對農民幸福感存在顯著的正向效應。

具體來看，核心解釋變量公共教育投入對農民幸福感存在著顯著的正向效應，其優勢率（Odds ratio）達到了0.682，即隨著公共教育投入的提高，相應地，幸福水平呈增長趨勢；同時，邊際效應結果顯示，公共教育投入每上升1個單位，幸福水平為很不幸福、比較不幸福、居于幸福與不幸福之間的概率將分別減少0.86%、5.58%、6.13%，而達到比較幸福與完全幸福的概率將分別增加8.30%和4.28%?？赡艿脑蚴牵S著公共教育投入的提高，受訪者的受教育程度也隨之提高，使其更容易獲得更高經濟收入，因而幸福水平得以提升；在控制變量的分析中，身體健康狀況的優勢率為0.484，可見身體健康狀況對幸福水平的影響是正向顯著的，即更加良好的身體有更高概率感受到幸福；同時在控制變量中研究關注的全年總收入，其優勢率（Odds ratio）為0.001，也對幸福水平產生了正向的效應，但是在邊際效應的分析中其系數過小導致其在經濟上并不具有顯著性，這可能與農民收入結構過于單一相關；其他控制變量，性別，年齡，人均GDP都對幸福感起到了促進作用，這也與已有的研究相呼應。

3.2 穩健性檢驗

為考察基準模型可靠性，本研究從3個方面對研究結果進行穩健性分析，結果如表3所示。

第一，替換核心解釋變量。教育具有準公共產品性質，對每一位居民的影響難以估量，每位居民對自身受教育的認知、評價也有差異。本文借鑒殷金朋、陳永立等的方法，在穩健性檢驗中替換公共教育投入為主觀的教育滿意程度為核心解釋變量進行回歸，結果仍然顯著。由表3可知，替換變量后，結果仍保持穩健。

第二，丟棄孝南區數據。孝南區毗鄰武漢市，是長江經濟帶的重要開發部分，其2021年生產總值為除江夏區以外的6個縣域之首。由于長江經濟帶對孝南區的經濟拉動作用，孝南區的相關數據可能不具備農村地區的代表性，對回歸結果造成較大影響?；谝陨峡紤]，研究剔除了孝南區各組數據，結果仍保持穩健。

第三，更換計量方法。本文借鑒已有文獻（陸方文、劉國恩）采用線性OLS回歸驗證結果的穩定性；同時還使用了有序Probit模型（Order Probit Model）進行回歸，使用2種方法回歸的結果仍然保持穩健。本文通過對CGSS2010-2013以及2015年微觀數據的分析，發現公共教育投入對農民幸福感有顯著的正向效應，即公共教育投入水平越高，農民幸福感越強；同時隨著年齡、收入和健康狀況水平的不斷提高，農民幸福感都呈現出增長趨勢。

4 對策建議

4.1 加大教育投入

由于結論得出教育水平對農民幸福指數有顯著的正向影響，而公共教育投入是農村教育資金來源的重要保障，政府對農村教育的扶持力度越大，越有利于建設農村高教育人才。應保證農村教育資金充足、?？顚Ｓ?，完善圖書資源、實驗樓和體育設施等基礎建設，推動農村教育可持續發展。

4.2 促進分配公平

研究表明收入在一定程度上會影響農民的幸福指數，收入和幸福感呈正相關。要結合當地特色，加強對農民的職業技術指導，鼓勵農村人口在當地就業，借助智能科技手段，講好鄉村故事，推動農業與旅游業融合發展，還可設立農民低資制度，減少農民稅，縮小貧富差距，實現共同富裕。

5 結語

針對當前農民幸福感總體水平一般的現象，本文采用CGSS2010-2013以及2015年的數據，建立有序Logit模型研究公共教育投入對農民幸福感的影響。實證分析表明公共教育投入對農民幸福感有顯著的正向效應，本文倡導對農村地區加大教育投入，促進分配公平，達成提升農民幸福感的最終目的。為更準確地評估公共教育投入及其他因素對農民幸福感的影響，圍繞本文所建立的框架，對未來數據進行長期監測，并增加其他地區的數據，開展更為深入的分析，使結論更具有普適性。

參考文獻

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